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A1A2表示第
A1
A2
表示第i个处理的平均数;
表示全部观
方差分析有很多类型,无论简单与否,其基本原理与步骤是相同的。本节结合单因素试验结果的方差分析介绍其原理与步骤。
一、线性模型与基本假定
假设某单因素试验有k个处理,每个处理有n次重复,共有nk个观测值。这类试验资料的数据模式如表6-1所示。
处理表6-1k个处理每个处理有n个观测值的数据模式
处理
观测值
合
计
平
均
x11 x12
…
x1j
…
x1n
x21 x22
…
x2j
…
x2n
xi1 xi2
…
…
xij
…
…
xin
xk1 xk2
…
…
xkj
…
…
xkn
xk.
AiAk合
Ai
Ak
表中 表示第i
表中 表示第i个处理的第j个观测值(i=1,2,…,k;j=1,2,…,n);
表示第i个处理n个观测值的和;
表示全部观测值的总和;
(6-1)测值的总平均数;可以分解为表示第i个处理观测值总体的平均数。为了看出各处理的影响大小,将 再进行分解,令
(6-1)
测值的总平均数;
可以分解为
= 、
= 、(xij- )= 的估计值。
(6-2)(6-3)
(6-2)
(6-4)则
(6-4)
其中μ表示全试验观测值总体的平均数, 是第i个处理的效应
(6-5)(treatmenteffects)表示处理i对试验结果产生的影响。显然有
(6-5)
εij是试验误差,相互独立,且服从正态分布N(0,σ2)。
(6-4)式叫做单因素试验的线性模型(linearmodel)亦称数学模型。在这个模
型中 表示为总平均数μ、处理效应αi、试验误差εij之和。由εij相互独立且服从正态分布N(0,σ2),可知各处理Ai(i
型中 表示为总平均数μ、处理效应αi、试验误差εij之和。由εij相互
等,σ2则必须是相等的。所以,单因素试验的数学模型可归纳为:效应的可加性(additivity)、分布的正态性(normality)、方差的同质性(homogeneity)。这也是进行其它类型方差分析的前提或基本假定。
若将表(6-1)中的观测值xij(i=1,2,…,k;j=1,2,…,n)的数据结构(模型)
(6-6)与(6-4)式比较可知, 、、
(6-6)
与(6-4)式比较可知, 、
、
分别是μ、(μi-μ)
(6-4)、(6-6)
(6-4)、(6-6)两式告诉我们:每个观测值都包含处理效应(μi-μ或
),
与误差(
或
),故kn个观测值的总变异可分解为处理间的变异和处理
二、平方和与自由度的剖分
我们知道,方差与标准差都可以用来度量样本的变异程度。因为方差在统计分析上有许多优点,而且不用开方,所以在方差分析中是用样本方差即均方
(meansquares)来度量资料的变异程度的。表6-1中全部观测值的总变异可以
其中用总均方来度量。将总变异分解为处理间变异和处理内变异,就是要将总均方分解为处理间均方和处理内均方。但这种分解是通过将总均方的分子──称为总离均差平方和,简称为总平方和,剖分成处理间平方和与处理内平方和两部分;将总均方的分母──称为总自由度,剖分成处理间自由度与处理内自由度两部分来实现的。
其中
(一)总平方和的剖分在表6-1中,反映全部观测值总变异的总平方和是各观测
值xij与总平均数 的离均差平方和,记为SST。即
因为
所以(6-7)(6-7)式中,为各处理平均数与总平均数的离均差平方和与重复数n的乘积,反映了重复n次的处理间变异,称为处理间平方和,记为
所以
(6-7)
(6-7)式中,
为各处理平均数
与总平均数
的离均差平方和与
(6-7)式中,为各处理内离均差平方和之和,反映了各处理内的变异即误差,称为处理内平方和或误差平方和,记为SSe,即
(6-7)式中,
为各处理内离均差平方和之和,反映了各处理内的变
于是有
SST=SSt+SSe(6-8)
(6-9)(6-7),(6-8)两式是单因素试验结果总平方和、处理间平方和、处理内平方和的关系式。这个关系式中三种平方和的简便计算公式如下:
(6-9)
其中,C=x2··/kn称为矫正数。
这一条件的约束,故总自由度等于资料中观测值的总个数减(二)总自由度的剖分在计算总平方和时,资料中的各个观测值要受
这一条件的约束,故总自由度等于资料中观测值的总个数减
在计算处理间平方和时,各处理均数 要受这一条件的约束,故处一,即kn-1。总自由度记为dfT,即dfT=kn-
在计算处理间平方和时,各处理均数 要受
这一条件的约束,故处
在计算处理内平方和时,要受k个条件的约束,即(i=1,2,…,k
在计算处理内平方和时,要受k
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